国内市场规模扩大对服务贸易进口影响的实证研究——基于跨国面板数据的考察

宋大强，王璐雯

（南京财经大学产业发展研究院，南京 210046）

国内市场规模扩大对服务贸易进口影响的实证研究
——基于跨国面板数据的考察

宋大强，王璐雯

（南京财经大学产业发展研究院，南京 210046）

利用2000—2013年包括中国在内的24个国家进口贸易样本数据，实证检验国内市场规模和制度因素对服务进口贸易的影响。在此基础上，运用门槛计量模型确定制度变量的两个阈值7.713和7.927。结果表明，国内市场规模的扩大可以显著促进服务贸易进口，而制度因素只有在到达第一个阈值之前才能够显著增加服务进口贸易额；制度变量跨越第一个阈值之后产生较高的“制度一致性”成本，所以处于两个门槛值之间的制度对服务进口无显著影响，且在达到第二个阈值之后，制度的进一步完善会抑制服务贸易的进口。为此提出了促进服务贸易进口、优化我国服务贸易结构的两点启示。

服务进口；市场规模；制度；门槛模型

随着世界服务贸易的飞速发展，世界经济“服务化”程度日趋提高，服务贸易已成为各国对外贸易的重要内容，为世界及各国经济增长做出了实质性贡献[1]。WTO统计数据显示，2000—2014年，世界服务贸易总额以年均8.17%的增长速度迅猛发展。到2014年，世界服务贸易总额已增长到96020亿美元。就中国而言，服务贸易进出口总额从1982年的44亿美元增加到2014年的6043亿美元，年均增长率高达16.09%。但是，在我国服务贸易蓬勃发展的背后隐藏着巨大的发展危机：一是自1995年起，我国服务进口占服务贸易总额的比重一直大于50%，这说明我国服务贸易长期处于逆差状态。另外，金融危机后，外需萎缩、出口动力不足导致我国服务贸易逆差进一步恶化。二是服务贸易进口结构不合理，主要表现在传统服务贸易进口占比过半，新兴服务贸易进口偏低。如何扭转服务贸易逆差，加快服务贸易进口结构升级转型已经成为亟待解决的问题。在此背景下，我国提出了扩大内需战略，强调进一步释放国内消费潜力，建立基于内需的循环经济体系[2]，为解决上述问题提供了一条新的路径。

一、文献综述

从国际贸易理论出发，本文主要关注两个方面：需求规模和制度因素。从现有文献来看，首先，新贸易理论十分强调需求规模这一因素对服务贸易的重要性。例如，Kimura和Lee构建引力模型对服务贸易和商品贸易的可能影响因素以及各因素的影响程度进行了测度，实证结果显示，以GDP表示的双方需求规模对服务贸易的作用要大于货物贸易[3]。Keith Walsh采用服务贸易总额以及各部门细分的服务贸易数据进行实证分析，结果表明进口国和出口国的需求规模、共同语言等因素都会对服务贸易的规模产生显著的影响[4]。Head和Mayer以日本在欧洲的企业为样本进行检验，结果表明，即使在零关税的条件下，企业依旧会选择在需求规模较大的市场附近进行投资与生产[5]。可见，需求规模会影响一国服务贸易，甚至可能影响一国服务贸易进口的规模与结构。其次，随着区域经济一体化的发展以及国际竞争的加剧，知识产权保护等制度因素对贸易的影响也日趋重要。例如，Koukhartchouk和Maurel分析了促进转型国家和欧盟国家间贸易增长的潜在因素，在引力模型中引入了制度因素，研究结果表明，贸易和制度质量之间是一种相互促进的关系[6]。Dollar和Kraay也认为一国拥有良好的制度，该国的贸易规模将更大，经济增长速度也将更快[7]。而且，Linders提出制度因素对贸易模式有决定性的影响[8]。Cheptea则得出了影响跨境贸易的重要因素包括贸易政策和制度，并且贸易额增加能够反向推动制度改革的结论[9]。因此，不能继续忽视制度因素对服务贸易的影响。

综合现有研究可以发现：第一，目前关于服务贸易与需求规模之间的研究主要集中在服务贸易总量研究以及服务贸易出口的本土市场效应研究这两方面[10-11]，关于服务贸易进口的研究相对较少。第二，国内学者关于制度因素对服务贸易影响的研究更是寥寥无几，仅有胡超和张捷[12]、谢宝剑[13]137等少数学者研究得出了良好的制度环境能够改善经济增长的潜在动力，提高服务经济在GDP中的比重，并有效促进服务贸易发展的结论。鉴于此，本文尝试从以下几个方面对现有研究进行一点补充和完善：（1）本文利用中国和23个OECD国家的双边贸易数据，将需求规模和制度因素作为主要解释变量，重点分析市场需求变化以及制度对我国服务贸易进口的影响路径，从而更好地衔接我国正在实施的扩大内需战略，也为服务贸易发展营造一个良好的制度环境；（2）本文引入门槛模型以期得到制度变量的阈值，进而分析在制度因素的阈值前后，服务贸易进口随着制度变量的变化情况，使结论更为准确。

二、理论模型和变量的描述性统计

（一）引力模型简介

贸易引力模型所描述的是两国的双边贸易流量和一系列变量的相关关系[14]，其中最重要的就是两国的经济总量和地理距离。经济总量随着两国间贸易流量的增加而增加，代表供求能力；距离随着两国间贸易流量的增加而减少，代表两国之间的贸易阻力。引力模型最基本的形式可以表示为：

式（1）中const代表常数项，Xij表示两个国家之间的某个贸易流量，YiYj则表示i国j国的经济变量，Dij表示i国j国之间的地理距离。

由于用引力模型做实证所需的数据一般都具有可行度强，易于获取等特点，所以引力模型也渐渐成为国际贸易流量的主要实证研究工具，应用范围也越来越广泛。

（二）本文模型、样本和数据

1.本文模型

为了避免异方差现象，本文对引力模型取对数，得到如下扩展的实证方程：

式（2）中因变量ln imijt为t期经济体i对j的进口额的对数，β0为常数项，β1、β2…β9为各自解释变量对被解释变量的影响程度，εijt为随机扰动项,解释变量的含义及其对因变量可能带来的影响详见表1。

表1 扩展引力模型中解释变量的含义及理论解释

各个变量的统计特征如表2所示。

2.样本与数据来源

本文选取中国和OCED中23个代表性国家③作为样本，研究的时间跨度从2000年到2012年。双边贸易数据取自于国际经合组织数据库（OECD Statistics），各国gdp和世界gdp取自世界银行统计数据库（TheWorld Bank Statistics）。这能在一定程度上消除由于统计口径不一致可能带来的问题。两国之间是否接壤的虚拟变量主要通过查看世界地图得到；是否使用相同语言根据相关百科资料获取；是否缔结区域经济一体化协定，根据世界贸易组织的RTA数据库进行判断。

表2 统计性描述

三、实证结果

（一）普通面板回归

对于面板数据的计量分析，有固定效应和随机效应两种，本文根据豪斯曼检验结果，采用了固定效应模型进行分析。从模型1到模型5采用了逐步回归法，随着变量的加入，模型的拟合优度R2逐步提高，说明本文选取的变量都是影响服务贸易进口的主要因素。5个模型均通过Wald检验，说明模型整体估计效果良好，综合比较本文将以模型5作为最终结果进行分析。观察表3，可以得到如下结论：

第一，国内市场需求规模的扩大能够显著促进服务贸易进口。国内市场需求规模提高1%的情况下，服务贸易出口增加约0.68%。这说明，目前我国的扩大内需战略能引发服务贸易的进口；第二，世界市场需求规模对于一国服务贸易进口也存在显著的正向激励作用。当世界市场需求规模每提高1%，可以刺激服务贸易进口额增加0.709%。2015年全年我国实现服务进口总额4248.1亿美元，同比增长约18.6%④，随着世界市场需求规模的提高，在新形势下，我国应该引入高端现代服务业，利用国外先进的经验和管理手段解决我国服务业发展滞后的问题；第三，距离和服务贸易进口额之间存在显著的负相关关系。现有的研究表明，随着距离的增加，将会阻碍国与国之间服务贸易的往来[15]；第四，一国的制度因素是促进该国服务贸易进口的重要因素，制度指数每提高1%，会带来服务贸易进口量增加0.183%。可见，一国法律和产权制度的不断完善，将有助于进口贸易的发展[16]。这也与谢宝剑的观点一致，他认为伴随制度需求的不断提升，制度环境不断变化，这就造就了粤港服务贸易的自由化，最终将有利于服务贸易的发展[13]139；最后，共同语言和共同边界情况对于服务贸易进口的促进作用并不显著。是否为oecd、apec和nafta成员国则对于一国服务贸易进口额有着显著的影响，但影响的大小和方向不同。加入oecd和apec显著促进一国服务贸易进口，而加入nafta则显著阻碍一国服务贸易进口，这可能是因为北美自由贸易协定主要服务于美、加、墨三方，加入该组织后将会使组织以外的其他国家的服务贸易很难进入本国市场。

表3 普通面板模型

表4 控制变量之间的相关关系

（二）稳健性检验

由于模型5的系数回归结果中存在不显著的变量，且符号与前几个模型不同（模型4与模型5回归得出的lan和bor符号不同且都没有通过10%显著性水平的检验），于是本文接下来对模型中控制变量的相关性进行了进一步的检验，检验结果见表4。通过表4可以发现，nafta与lan的相关系数达到了0.5878，nafta与apec的系数也高达0.5222，这意味着nafta可能存在着内生性问题。

考虑到本文计量模型中可能存在的内生性、异方差等问题会对文章回归结果产生影响，为了保证本文核心结论的稳健性，采用Fisman和Svensson所创造的工具变量方法[17]，该方法主要用来解决模型中可能存在的内生性问题。表5展示了采用oecd、apec作为nafta的工具变量的分析结果（除了三阶段最小二乘法检验之外，其他四个检验均用到了工具变量），对比表3用广义最小二乘法估计的模型5回归结果，几个主要解释变量的系数符号和显著性水平都没有变化，这就表明了回归结果具有稳健性。进一步观察表5可以发现虽说几个主要解释变量的系数符号和显著性水平都没有变化，也都通过了Wald检验，但三阶段最小二乘法的常数项不再显著，且后四种方法中共同边界仍然不显著，于是对原模型进行进一步的稳健性检验，详细情况见表6。

表5 稳健性检验1

表6仍然采用广义最小二乘法对原模型进行分析，Llngdp和Llnwgdp分别表示ln gdp与ln wgdp的滞后一期变量。对比模型（1）与模型（3）（包含国内需求市场规模变量但不包含世界需求市场规模变量的样本组），可以发现国内需求市场规模滞后一期的回归系数与原模型相差较大（0.099＜0.737），模型（3）显示一国国内需求市场规模滞后一期每增长1%，该国的服务贸易进口额将提升0.099%，该结果通过了5%的显著性水平检验。显然可以察觉这与国内需求市场规模作为服务贸易进口的核心解释变量的事实不符。同时观察到，这两个模型中的共同边界和共同语言变量的符号和显著性都发生了改变，这些均说明国内市场规模对服务业进口的促进作用并不稳健。此外，对比模型（2）和模型（4）（既包含国内需求市场规模变量又包含世界需求市场规模变量的样本组）可以发现，国内需求市场规模滞后一期的回归系数和世界需求市场规模滞后一期的回归系数与原模型的回归系数相差仍很大，更伴有符号和显著性的改变（0.680＞-0.001、0.709＜1.489）。同样地，共同边界（bor）、共同语言（lan）以及是否是apec、nafta成员等解释变量的大小和部分显著性水平均发生了变化，这说明原模型并不稳健，一个可能的解释是原模型的设定存在问题。鉴于此，下面对24个国家的服务进口趋势进行分析以期得到更加准确的模型。

（三）服务进口变化趋势分析

图1给出了2000—2013年间包括中国在内的24个国家服务进口的变化趋势，可以发现：（1）从整体上来看，各个国家的服务业进口额呈现出逐年增加的趋势，这表明国内市场对服务进口品的需求是越来越大的，即国内市场规模扩大有利于服务进口；（2）在2000到2013年间，大部分国家的服务进口额并非严格意义上的单一增加，也就是说，服务进口额在增加的过程中偶尔会出现小幅度下降，之后又开始上升。结合前面的实证分析结果，可以发现，良好的制度环境以及贸易合同的执行能力有助于促进服务业的进口。而且比较优势理论认为，相对于劳动和资本要素而言，合约的实施能力更加重要。也就是说，制度环境越完善，贸易进行越顺利。这一点和Nunn[18]的研究是相似的。因此，本文认为制度环境存在一个阈值，使得国内市场规模在阈值前后对服务业进口呈现出不同的影响效果。为了验证这一设想，下面通过门槛模型来找出制度环境的这一阈值，并重新审视服务贸易进口所呈现出的波动上升这一现象。

表6 稳健性检验2

图1 2000—2013年间24个国家服务进口额变化趋势

四、门槛回归结果

（一）面板门槛模型的设定

借鉴Hansen[19]的研究方法，构建门槛效应模型⑨，具体设定如下：

其中，qi为门槛变量，此处选取制度作为门槛变量；γ为未知门槛值，β1和β2分别表示门槛变量在qi≤γ和qi＞γ时的系数；Xij为其他解释变量及控制变量⑩，αn是其他变量的对应系数；μij和εij分别为个体效应和随机扰动项。

（二）面板门槛模型的回归结果

1.确定双重门槛模型

表7给出了门槛效果自抽样检验结果，从中可以看出，制度在10%的显著性水平上拒绝了单一门槛模型，但是在10%和1%的显著性水平上分别接受了双重门槛模型和三重门槛模型。表8给出了门槛估计值以及相应估计值对应的置信区间，具体来看，双重门槛模型得出制度的两个阈值分别为7.713和7.927，它们在95%的置信水平下的置信区间分别是[7.713,7.713]和[7.927,7.938]（置信区间跨度越小，说明阈值的估计精度越高）；而三重门槛模型给出的制度阈值是8.613，该阈值的置信区间为[8.000,9.200]。相比之下，双重门槛模型中的两个阈值的置信区间跨度较小，这说明双重门槛模型估计精度比三重门槛模型要高。

表7 门槛效果自抽样检验

表8 门槛估计值和置信区间

此外，图2显示了门槛模型对制度阈值的估计过程。图2左上方和右上方的图形分别对应制度的两个阈值即7.713和7.927；图2左下方的图形对应制度的第三个阈值8.613，但是该图形中的整个残差平方和变化曲线都处于临界值虚线之下，这显然不合理。所以，综合考虑表7、表8和图2，本文最终选取双重门槛模型来分析制度对服务业出口的门槛特征。

2.双重门槛模型回归结果

表9分别给出了以制度（spr）为门槛变量的单一、双重和三重模型回归结果，相比而言，双重门槛的调整R2最大——其估计精度最高。和前面的分析结果一样，制度变量存在两个阈值，即7.713和7.927。仔细观察表9得出如下分析：

首先，制度变量在达到第一个阈值7.713之前，一国法律制度的完善能够显著增加其服务进口贸易。数据显示，当法治指数每提高1%时，服务进口量相应上升0.053%。这表明一国制度体系的完善，有利于国内企业对服务品的进口，一方面进口服务品数量的增加可以降低国内生产制造业的投入成本，另一方面进口服务品质量的上升能够有效提高其与制造业的互动效率[20]，这不仅提高了国内行业的生产绩效，而且也对其在国际市场上的竞争力提升大有帮助。

图2 spr的门槛估计值

其次，制度变量跨过第一个阈值7.713之后，到达第二个阈值7.927之前，继续加强国内法制体系的建设则对该国服务进口贸易没有影响。表9显示，服务进口贸易的制度弹性为0（即法治指数上升1个百分点，进口贸易量没有变化）。究其原因，国际贸易伙伴国之间的法律制度具有一定的差异性，为了便于双方贸易的顺利进行，国内制度需要与国外制度进行磨合以达到一个对贸易国彼此都有利的状态点。然而，过高的制度一致性成本反而会阻碍国际贸易的开展[21]。之所以出现服务进口贸易的制度弹性为0的情况，是因为完善的法律制度带来的促进作用恰好被制度一致性成本导致的阻碍作用抵消了。对我国而言，健全国内法律体系以跨过制度的第一个阈值是防止服务贸易逆差不断扩大的一个有效途径[22]。

表9 门槛模型系数估计结果

最后，一国的内部制度跨过第二个阈值7.927之后，服务进口贸易的制度弹性绝对值为0.060，即法治指数从大于7.927并向其靠近的过程中，法治指数每下降1个百分点，服务进口贸易量则上升0.060个百分点。这进一步验证了制度一致性进程中存在较大的成本，一国在制定进口贸易战略的时候，需要考虑贸易双方的制度差异并将其控制在合理范围之内，这与陈丽丽、龚静的研究结论是相符的[23]。鉴于此，我国在推进对外经济发展方式转变的过程中，需要统筹好“走出去”和“引进来”这两个战略举措，将国内法律体系调整到一个均衡状态，防止服务贸易逆差进一步扩大，最终实现服务贸易的平稳发展。

五、结论与启示

本文从内需和制度角度出发，利用中国与OECD23个国家2000—2012年的面板数据，运用普通面板和门槛效应两种模型定量测算了内需和制度因素对国家间服务贸易进口的影响，实证结论如下：

首先，国内市场需求规模和制度因素均对服务贸易进口量具有显著促进作用，二者的弹性系数分别为0.680和0.183；其次，门槛效应模型回归结果显示制度因素变量存在7.713和7.927两个阈值。具体来看，当制度变量达到第一个阈值7.713之前，加强一国法制体系的建设能够显著增加其服务进口贸易量，而当制度因素处在两个阈值之间时，法律制度的进一步完善对服务贸易进口并没有显著影响，当制度变量超越第二个阈值之后，服务进口的制度弹性系数显著为负，即此时的制度因素对服务贸易进口具有阻碍作用。

由本文研究结论可以得到以下两点启示：第一，充分发挥中国人口大国的优势，扩大服务消费，挖掘国内对服务需求的巨大潜力，拉动内需。为此，政府有必要出台相关政策消除制约国内服务需求增长的各种因素，改革收入分配制度，完善社会保障等配套机制；第二，良好的市场化制度环境建设是促进服务贸易进口不可或缺的重要方面，因此政策制定者应该充分利用国际会议和国家领导人会晤等形式在经济、政治以及法律等领域上增强交流合作，深化国家间的经贸交流与沟通，形成互利共赢的良性循环，为今后的服务贸易发展创造一个良好的制度环境。另外，对于我国服务型进口企业而言，在寻找国外交易对象时，需要关注贸易国的制度质量以及贸易双方的制度环境差异，结合自身对制度差距的适应能力合理地做出服务贸易进口的区位选择。

注释：

①本文中的距离指贸易国家首都之间的距离，数据来源可参见www.timeanddate.com网站。

②该数据来源于加拿大弗雷泽研究所全球经济自由化指数数据库（Economic Freedom of the World,EFW Index）。

③本文选取代表性较强的23个成员国分别是：澳大利亚、奥地利、比利时、加拿大、捷克、丹麦、芬兰、法国、德国、希腊、匈牙利、爱尔兰、意大利、日本、韩国、荷兰、挪威、波兰、葡萄牙、西班牙、瑞典、英国和美国。

④数据来源于http://www.jiemian.com/article/534862.html。

⑤用GMM估计方法进行面板回归，该方法能够解决可能存在的随机误差项的异方差和序列相关问题。

⑥迭代GMM（igmm）估计法通过特定的迭代次数能够使GMM模型估计系数更为准确。

⑦有限信息极大似然法（liml）估计的结果，存在弱工具变量的情况下，lim l的小样本性质可能优于2sls。

⑧两阶段最小二乘法（2sls），第一阶段的任务是产生一个工具变量，第二阶段的任务是通过一种特殊形式的工具变量法得出结构参数的一致估计量。

⑨门槛模型的估计步骤是：首先，运用组内去均值的方法去除（1）式中个体效应的影响；其次，对任一给定的门槛值，采取POLS方法和格栅搜索法分别得到（1）式中相应参数的估计值与相关变量的门槛值。

⑩其他解释变量是世界生产总值（ln wgdp）和距离（ln dis），控制变量是制度（spr）、相同语言（lan）、共同边界（bor）以及经济合作与展组织（oecd）、亚太经济区（apec）、北美自由贸易区（nafta）等共同贸易区因素。

[1]殷凤，陈宪.国际服务贸易影响因素与我国服务贸易国际竞争力研究[J].国际贸易问题,2009（2）:61-69.

[2]陈启斐，王晶晶,岳中刚.扩大内需战略能否扭转我国服务贸易逆差：来自我国和23个OECD国家的面板数据分析[J].国际贸易问题,2014（2）:86-95.

[3]Kimura M，Lee H.The Gravity Equation in International Trade in Services[C].Paper presented at the European Trade Study Group Conference，2004.

[4]Keith W.Trade in Services:Does Gravity Hold?A Gravity Model Approach to Estimating Barriers to Services Trade[C].IIISDiscussion Paper，2006.

[5]Head J.and Mayer Y.Using the Gravity Equation to Differentiate Among Alternative Theories of Trade[J]. Canadian Journal of Economics,2004（2）:430-447.

[6]Koukhartchouk O，Maurel M.Accession to the WTO and EU enlargement：what potential for trade increase?[C]. CEPR Discussion Papers，2003.

[7]Dollar D，Kraay A.Institutions，trade，and growth[J]. Journal ofMonetary Economics,2003（5）:133-162.

[8]Linders G J,Henri L.F.de Groot and Rietveld P. Institutional Determ inants of Bilateral Trade：An Analysis according to Product Type[C].Tinbergen Institute Discussion Paper，2005.

[9]Cheptea A.Trade liberalization and institutional reforms [J].Economics of Transition Volume,2007（2）：211-255.

[10]张帆，潘佐红.本土市场效应及其对中国省间生产和贸易的影响[J].经济学(季刊),2006（1）:307-328.

[11]陈启斐.扩大内需与出口贸易:基于中国省级数据的分析[J].中国经济问题,2013（4）3-11.

[12]胡超，张捷.制度环境与服务贸易比较优势的形成:基于跨国截面数据的实证研究[J].南方经济,2011（2）:46 -60.

[13]谢宝剑.基于强制性制度变迁视角下的粤港服务贸易自由化发展研究[J].亚太经济,2013（4）:136-140.

[14]Anderson J E，Wincoop E.Gravity with Gravitas：A Soulution to the Border Puzzle[J].American Economic Review，2003(93)：170-192.

[15]张君.中国服务贸易影响因素分析[D].云南:云南财经大学硕士论文,2015.

[16]Coe E,Kerekes M.Multinationals Without Advantages [J].Scandinavian Journal of Economic,2009（2）:107-125.

[17]Fisman J,Svensson H.Instrumental Variable in Dynamic Panels:Estimation and Inference[J].Journal of Econometrics,2007（10）:349-362.

[18]Nunn.Relationship-Specificity,Incomp;Ete Contracts, and the Pattern of Trade[J].The Ouarterly Journal of Econom ics.2007（2）:569-600.

[19]Hansen B E.Sample Splitting and Threshold Estimation [J].Econometrica,2000（3）:575-603.

[20]张琴，赵丙奇，郑旭.科技服务业集聚与制造业升级:机理与实证检验[J].管理世界,2015（11）:178-179.

[21]张海伟.制度和制度变迁对国际贸易的影响研究[D].大连:东北财经大学硕士论文,2012.

[22]谭文君，文照明，杨志远.新兴生产性服务要素需求上升:我国服务贸易逆差扩大的新特征[J].国际贸易, 2014（4）:62-66.

[23]陈丽丽，龚静.区域服务贸易协定、制度因素与服务贸易促进体系研究：基于49国之间双边服务贸易流量面板数据的实证分析[J].国际贸易问题,2014（11）: 132-143.

（编辑：张雪梅）

Effects of Domestic Market Expansion on Service Trade Im port:An Em pirical Study Based on International Panel Data

SONG Da-qiang,WANG Lu-wen
(Research Instituteof IndustrialDevelopment,Nanjing University of Finance&Economics,Nanjing210046,China)

Using 2000—2013 import trade sample data of 24 countries including China,this paper does an empirical study of the impactof domesticmarketsize and institutional factors on service trade import.On this basis, ituses thresholdmodel to determine the two threshold values of institutional variablewhich are 7.713 and 7.927. The empirical results show that the expansion of the domestic market could significantly promote service trade import,thatonly before institutionalvariable reaches the first threshold value 7.713 can importofservice trade be significantly increased,that higher cost of consistent institutions occurs after institutional variable exceeds the first threshold value,so institutions have no significanteffecton importof service trade when the threshold values are between 7.713 and 7.927,and that institutionswill inhibit the importofservice tradewhen the second threshold value exceeds 7.927.At last,the paper proposes two suggestions for promoting China’s service trade import and optimizing structureofservice trade.

import of service trade;market size;institution;thresholdmodel

F413.18

A

1671-4806（2017）01-0006-09

2016-11-01

国家社会科学基金“创新驱动下的我国高端服务业国际竞争力提升研究”（13BJL045）；教育部人文社科基金“我国服务业地区协同、区域集聚及产业升级”（11YJA790175）；江苏高校优势学科建设工程项目（PAPD）

宋大强(1992—)，男，安徽亳州人，硕士研究生，研究方向为产业组织与服务经济；王璐雯（1992—），女，江苏丹阳人，硕士研究生，研究方向为产业组织与服务经济。